中國工會覆蓋效應下的工資溢價實證研究*
—— 來自2012年雇員雇主匹配數據的經驗

2018-02-01 09:34:11袁青川

中國勞動關系學院學報 2018年1期

袁青川

在中國由計劃經濟向市場經濟轉型過程中，勞動人事制度也進行了相應的調整和改革：企業用工制度由計劃分配轉向雙向擇業制度，用工形式由固定工轉向合同工，以保證勞動力按照市場需求進行配置，進而發揮勞動力市場的作用。在這個過程中減少了行政干預，打破鐵飯碗制度。隨著社會主義市場經濟的不斷深化，由于勞動者和用人單位簽訂的多是個別勞動合同，勞動者的利益受到市場經濟條件下資本的沖擊比較嚴重，收入分配差距在不斷的擴大。

這種人事制度調整和改革，引起了勞動關系的又一重大轉型：由個別勞動關系向集體勞動關系轉型(常凱，2009)。[1]很多學者進一步分析認為這種轉型的特點為政府對集體勞動關系干預不足，對個別勞動關系干預過度。（段禮樂，2011；許曉軍，任小平，2008）。[2][3]

在這種收入分配差距擴大，集體勞動法律缺位的情況下，為了減少勞資沖突，國家較以往相比，更加重視工會的建設。從1995年以來，中國政府強調在私營企業中也要不斷的建立工會組織。根據《中國工會統計年鑒》，中國總體的工會密度以及行業工會密度都呈現上升趨勢。在這種背景下，工會對于工資的影響受到了高度重視。工會也由于《勞動合同法》被賦予更多的權利之后對勞動者維權力度加強，尤其是涉及到勞動者切身利益的工資收入方面；所以，為了研究工會覆蓋效應下的工資溢價，本文邏輯安排如下：首先，回顧國內外關于工會工資溢價研究的重要成果；其次，結合中國研究現狀和不足，選擇Blinder-Oaxaca方法對工資溢價進行實證分析；最后，根據實證結果得出若干研究結論。

一、文獻回顧

在探討工資溢價問題時，很多學者從歷史趨勢角度研究工會工資溢價以及工資溢價變動情況，主要的研究結論是工會存在著工資溢價，只是工會對工資的影響在逐年減弱。例如，Robinson(1989)通過使用1979年和1984年的加拿大生活質量調查（Canada Quality of Life Survey，簡稱QLS）數據，在最小二乘法估計的基礎上，為了克服選擇性偏差問題，分別采用了工具變量法估計、以及逆米爾斯比率估計方法，對加拿大工會工資溢價進行了研究，研究結論表明，加拿大工會存在著工資溢價，且一致得出了工會工資溢價下降的結論。[4]Hirsch和Schumacher (2004) 通過明瑟方程進行OLS回歸，采用美國1983–2001年的CPS-ORG數據研究發現，美國工會的工資溢價也在不斷的下降。[5]同樣，Blanchflower和Bryson (2003) 利用英國的1993-2000年的LFS（Labour Force Surbeys）數據進行了研究，發現英國1993年的工會工資溢價是14.2%，2000年的工會工資溢價下降到6.3%。[6]所以，根據對加拿大、美國、英國工會的研究發現，近年來隨著西方工會的衰退，工會對工資的影響逐漸在下降。

為了研究工會在不同收入群體中的工資溢價以及歷史變動情況，有些學者采用分位數回歸的方法，探討工會的工資溢價問題。例如，Hildreth (1999)通過分位數回歸（QR）的方法，利用1991年和1995年的BHPS（ British Household Panel Survey）數據，發現男性工會工資溢價在最低收入分位水平上從23%下降到17%，在最高的收入分位水平上卻從11%上升到12%；女性工會工資溢價在最低收入分位水平上從18%下降到11%，而在最高的收入分位水平上的工會工資溢價始終都是零。[7]O’Leary等人(2004)采用LFS數據，利用分位數回歸方法得出了低收入群體中的工會工資溢價最為明顯。[8]雖然有很多學者采用了分位數回歸的方法，但是他們都沒有解決內生性的問題。Eren (2007)的研究彌補了上述研究的不足，他的研究結果發現：在沒有考慮內生性的情況下，工會對處于工資分布底部的那部分人群的影響比較大，但是當他控制了內生性問題后發現工會的工資溢價在任何收入分位水平上都不顯著。[9]

另外，在研究工會工資溢價時，為了突出工會對工資的影響，也有些學者將工會的工資溢價做了進一步的細化。其中Manquilef-B?chler、Wiji Arulampalam和Smith（2009）對工會的工資溢價進行了三個方面的研究：(1)工會覆蓋的工資溢價（即組建工會的企業中非工會會員和沒有組建工會的企業中工人的工資差異）；(2)會員的工資溢價（即組建工會的企業中工會會員和非工會會員的工資差異）；(3)總的工會工資溢價（即組建工會的企業中工會會員和沒有組建工會的企業中工人的工資差異）。另外，他們采用了三種分位數回歸分析的方式：(1)無條件的分位數回歸，來粗略的估計工會的工資溢價；(2)以決定工資的其他變量為條件的分位數回歸，這種方法假設了工人是否加入工會是外生的；(3)以決定工資的其他變量為條件，同時允許工人是否加入工會的選擇是以工會覆蓋為條件的，解決內生性問題。他們利用多年的BHPS（British Household Panel Survey）數據，采用分位數回歸，最終統計結果表明：私營部門明顯中存在著工會的工資溢價，但工資溢價在逐年減小；此外，也發現工會在低收入行業中具有更高的工資溢價，這點和以前的其他學者的研究結論相一致，當控制了決定工資的其他變量之后統計結果卻發生了變化：工會在低收入行業中不再具有較高的工資溢價。在公共部門，總體的工資溢價比私營部門更大，且在低收入行業中具有更高的工資溢價。在糾正了選擇性偏差之后，公共部門的工會工資溢價下降。不管在私營部門還是在公共部門，糾正內生性問題之后，工會會員的工資溢價不再存在。[10]

從國內文獻資料來看，中國對工會工資的實證研究還不多見，而且局限在工資水平方面，研究結論也存在著方向性差異。有些學者認為中國工會對工資沒有影響，不存在工會工資溢價（姚先國等，2009；張原等，2010）；[11][12]還有些學者認為中國工會存在著明顯的工資溢價（姚洋、鐘寧樺，2008；楊繼東、楊其靜，2013）。[13][14]另外，易定紅、袁青川（2015）在控制了樣本選擇性偏差之后，利用Blinder-oaxaca分解的方法表明工會的工資溢價不明顯；[15]袁青川（2015a）采用傾向值匹配方法得出的研究結論也不顯著。[16]在中國工會對工資分布影響的研究方面，袁青川（2015b）從工會覆蓋效應和工會會員效應兩個研究視角，利用無條件分位數回歸，并結合了Blinder- Oaxaca分解方法，采用雇員雇主匹配數據進行了研究，發現工會對低收入階層具有明顯的工資溢價，對高收入階層工資溢價不明顯，甚至是負向的。[17]

上述研究基本都采用了簡單的線性回歸方法研究工會的工資溢價，而且采用的數據多是企業層面或行業層面數據，在研究結論上也存在著很大的分歧。另外，上述文獻僅僅研究了總體平均工資溢價的問題，沒有考慮到工會對于工資的具體影響，因為工會可能通過影響某些決定工資的變量來間接的影響到工資，例如工會可能通過影響勞動合同或集體合同的簽訂率來影響工資，或者通過影響勞動合同、集體合同的回報率來影響工資，也可能通過人力資本回報率等來影響工資，為了明確工會具體影響工資的路徑以及影響的機制，還需要進一步對這些單變量進行研究，這正是本研究的主要貢獻。

二、數據及分析

（一）數據及變量選擇

本研究采用2012年中國人民大學勞動人事學院的雇員雇主匹配數據。在2012年雇員雇主調查數據中，包括了雇員所在企業是否組建工會的變量，這就給本研究提供了數據上的可行性。具體而言，因變量是雇員的小時工資對數，解釋變量為所在企業是否組建工會的0-1啞變量；其控制變量為：未婚、男性、黨員、漢族、農業戶口人口統計變量；經驗、經驗的平方、教育年限、健康、英語水平等人力資本變量；工作溝通程度、基于績效付酬程度、工作自主性、簽訂勞動合同、簽訂集體合同等工作特征變量；企業人數、企業利潤、企業性質等企業特征變量；以及企業所處的行業、企業所處的城市等控制變量。在進行實證分析之前，對這些數據進行了試分析，發現如果完全把調查的行業變量、城市變量帶入會產生較高的共線性，所以在數據處理部分，對行業進行了聚類分析，進而歸結為六大類行業，根據城市等級劃分為四類城市，分別將其作為控制變量納入本研究中（具體參見變量描述表1）。

在雇員雇主匹配數據中，按照行業平均工資來對所調查的18個行業樣本進行聚類分析，通過聚類可以減少后面實證部分估計的共線性問題。同時，如果聚類后類型太少，相應的就減少了該變量的控制能力。所以，綜合權衡以及結合實證部分的數據的試探性分析，將這18類行業分為六種類型，如圖1。

圖1 聚類分析系統圖

（二）樣本均值描述及均值檢驗

表2是對工會企業和非工會企業勞動者所有變量的均值差異做出的統計性分析。總體樣本中勞動者的平均小時工資對數為2.443，工會企業勞動者的小時工資對數為2.553，非工會企業勞動者的小時工資對數為2.387，平均小時工資對數差異為0.167，在t檢驗下非常顯著，說明兩個群體的小時工資對數存在著顯著性的差異。為了分離出工會對工資影響，還必須控制影響到工資的其他變量，因為這些變量在組建工會的企業和沒有組建工會的企業中勞動者資源稟賦存在著差異。

首先，組建工會的企業和沒有組建工會企業中勞動者在人口特征屬性上存在著顯著性的差異。表2描述了工會和非工會企業勞動者不同的個體特征屬性。勞動者黨員身份構成方面具有明顯的不同，工會企業勞動者群體中黨員比例達到17.6%，非工會企業勞動者黨員比例只有8.67%，二者顯著性差異達到8.9%；具有農村戶口的工會

企業勞動者比例只有27.8%，而非工會企業勞動者的農村戶口比例達到45.6%，顯著高出17.7%；在性別和民族屬性上，二者沒有明顯的差異。根據中國背景，黨員身份往往會給勞動者增加很多就業機會，也能夠帶來較為體面的工作，在收入上可以帶來一定的優勢；另外，戶籍制度所帶來的勞動力市場分割等后果，也沒有得到很好的解決；人口統計特征要素可以歸為歧視因素，它并不是工會造成的工資差別。

表1 2012年雇員雇主匹配數據變量定義

表2 工資方程中工會企業和非工會企業所有變量的描述性統計及均值差異檢驗

其次，工會企業勞動者的平均教育年限和非工會企業勞動者教育年限存在著顯著性的差異，工會企業勞動者的平均教育年限為13.57年，比非工會企業勞動者的平均教育年限顯著的高出1.1年。工會企業勞動者的平均工作經驗為14.07，比非工會企業勞動者的工作經驗平高出近2年。工會企業勞動者的英語水平熟練程度也明顯偏高。從總體上來講，工會企業的人力資本含量要高于非工會企業勞動者，人力資本含量的差異也會解釋掉工會企業和非工會企業的部分工資差異。在統計工會企業和非工會企業勞動者的平均工資差異時，不單單要考慮到勞動者所在企業是否組建工會，更要排除掉不同群體中由于教育程度等不同而產生的工資水平差異。

最后，工會企業的勞動者簽訂勞動合同和集體合同的比例要高出非工會企業的19.1%和29.2%；從工作的自主決策程度來看，工會企業勞動者的評分值為3.484，而非工會工人的自主決策程度達到3.496，二者沒有顯著性的差異。另外，在溝通、績效付酬、工作自主性等方面，工會企業和非工會企業的勞動者也不存在明顯差異。這說明工會企業和非工會企業在工作特征方面的最大差別在于是否簽訂勞動合同以及集體合同。勞動合同和集體合同對于保護勞動者的工資有著重要的作用，在某種程度可以提高勞動者的工資。而勞動合同和集體合同的簽訂以及對于工資的影響，又直接和間接的受到工會的影響。所以，工會很有可能會通過集體合同和勞動合同來影響工資，形成工資差異。

另外，在勞動者所在的企業性質屬性方面也存在著較大的群體性的差異。工會企業中的國有企業、集體企業比例顯著高于非工會企業中的國有企業、集體企業比例，分別高出22.2%、5.2%，工會企業中的私有企業比例顯著低于非工會企業中的私營企業比例30.2%。在行業特征方面，工會企業中第一類行業和第四類行業所占的比例比非工會企業第一類行業和第四類行業企業所占比例分別高出6.1%和5.9%；非工會企業中第三類行業企業比例高于工會企業第三類行業企業比例的8.3%。

三、實證方法

（一）回歸估計

組建工會的企業和沒有組建工會的企業中勞動者工資可以采用明瑟爾回歸方程式表示為：

其中，Wu、Wn分別代表組建工會的企業中勞動者小時工資和沒有組建工會的企業中勞動者的小時工資；Xu、Xn分別代表兩種類型企業中勞動者的稟賦向量。βu、βn分別代表兩種類型企業中勞動者的稟賦價格向量。μui、μni分別代表兩個式子中的殘差項。由于工資收入等式，可能存在著異方差，這里分別采用OLS與GLM兩種方法進行估計。

（二）Blinder- Oaxaca分解方法

根據Blinder (1973) 和Oaxaca (1973)的分解方法，將兩種類型企業中勞動者的工資分解為兩部分：即稟賦效應和價格效應。[18][19]

另外，單個變量的貢獻或某一類變量的貢獻也應該屬于研究關注的焦點。例如，通過對單變量的考察，可以發現工會和非工會企業勞動者的工資差異在多大程度上可以歸結為教育的貢獻，或者在多大程度上是由于經驗的不同造成的。同樣，通過對于單變量的考察，也可以獲知不可解釋部分在多大程度上與教育回報率相關或者與工作經驗的回報率相關。

識別單個變量對可解釋部分的貢獻是比較簡單的，因為工資差異中可解釋部分是通過單個變量的貢獻分別相加而成的；然而在對可觀察變量的不可解釋部分進行分解時相對比較復雜：如果存在著啞變量或離散變量，那么它們的回歸系數會隨著設定不同的基準啞變量而變化，最終使得不可解釋部分的單變量分解結果不具有穩健性。這種問題由Gardeazabal和Ugidos(2004)、Yun(2005)進行了解決。[20][21]他們的方法就是把類別變量的系數加總后設定為零：

假設：

中藥材生產并非以產量作為唯一目標，結合藥材栽培方式、田間管理模式和有效成分含量的關系及有效成分的積累動態，目的是建立標準的生產技術體系使有效成分和藥材產量二者達到綜合最佳值，生產優質藥材[31]。針對黃芩各個生長時期，田間管理方式包括中耕除草、間苗、定苗與補苗、排灌水、蹲苗與蓋草、剪花枝。見表4。

其中β0表示截距，Dj，j=1，2…..k-1，這些啞變量表示某一個類別變量有k類，同樣，上面的模型可以表達為：

其中βk被約束為零。那么：

并且定義：

那么：

所以，上述模型的變形在數學上和沒有變形的模型是等價的。本研究采用上述分解方法分別在OLS、GLS回歸結果基礎之上進行實證分析。

四、實證結果

（一）估計結果

對樣本中所有工會企業和非工會企業勞動者的人力資本與小時工資對數進行回歸，明顯發現人力資本含量在兩個群體中對于工資對數的影響程度存在著較大的差別（見表3）。在最小二乘法估計下，工會和非工會企業勞動者的教育投資回報率分別為5.60%、4.44%；在加權最小二乘法估計下，二者的教育投資回報率分別為：5.56%、4.27%，這說明隨著學歷的提升，勞動者工資水平在不斷的提高，這與人力資本投資理論預期完全一致。很明顯，工會企業中勞動者的教育回報率要高于非工會企業勞動者的教育回報率，這意味著相對于非工會企業來講，工會企業在教育回報率方面會擴大與非工會企業勞動者的工資差距，只不過這種作用的影響力是否顯著，需要有待后面的Blinder—Oaxaca分解進一步通過Z值進行檢驗。

在OLS估計下，工會企業勞動者的經驗對工資沒有顯著性的影響，非工會企業中經驗一次方對勞動者的工資有正向影響，二次項對工資存在著負向影響，并且經驗在非工會企業中對勞動者工資存在著顯著性的影響，這與人力資本理論的預測完全一致。在GLS估計下，經驗在工會企業和非工會企業中對勞動者的工資都存在著顯著性的影響，且都完全與人力資本理論預測相一致。在GLS估計下，工會企業中經驗一次項的回報率為0.68%，二次項的回報率為-0.0144%；非工會企業中經驗一次項的回報率為1.68%，經驗平方項的回報率為-0.0384%。

圖2 工會企業和非工會企業工人經驗回報路徑

表3 工會企業和非工會企業勞動者的小時工資對數方程的OLS、GLS回歸結果

注：括號內為標準誤，***p＜0.01, **p＜0.05, *p＜0.1

從圖2可以看出，由于兩個群體中經驗的回報時間路徑不同，造成兩個群體中不同勞動者之間的工資差距也不同。隨著經驗的增長，工會企業勞動者經驗回報率在不斷的降低，而非工會企業中經驗的回報率在不斷的增加。所以，由于經驗回報率的差異，工會企業和非工會企業勞動者在年輕時段，工資差異較小，然而隨著年齡的增加，工資差異增大。

在OLS估計之下，工會企業中男性工資比女性工資平均高出13.6%，非工會企業中，男性工資比女性工資平均高出22.4%，這說明工會在縮小性別工資歧視方面具有積極性的作用。工會減緩或消除性別工資歧視可以從我國的《勞動法》或者《勞動合同法》等相關的法律法規中找到依據。因為《勞動法》，尤其是《勞動合同法》賦予了工會更多的勞動者權益的監督權，在保護勞動者合法權益中發揮著越來越重要的作用。另外，《勞動法》第十二條明確規定了勞動者的就業歧視，第十三條再次規定了性別就業歧視，以及四十六條規定了同工同酬等。所以，工會在監督企業勞動法律法規執行過程中，無疑會對性別工資歧視的減弱起到積極性的作用。

在GLS估計下，工會企業中勞動合同和集體合同對于工資的貢獻分別為：13.6%、8.68%，非工會企業中勞動合同和集體合同對工資的貢獻分別為：9.93%和不明顯。從數據上來看，工會企業中由于簽訂勞動合同與集體合同對于勞動者工資回報相對較高，這種情況可能是由于兩個方面帶來的：一方面，工會企業由于提高了勞動合同和集體合同的簽訂率，從而提高了該部門平均小時工資率，使得勞動合同對小時工資對數回歸中系數變大；另一方面，由于工會的作用使得工會企業中簽訂勞動合同和集體合同的工資普遍比非工會企業中簽訂勞動合同和集體合同的工資要高。至于哪一種作用更為明顯，這還有待后面對這兩種作用進行分離。

在OLS估計下，企業利潤和企業規模在工會部門中對勞動者的工資沒有顯著性的影響，但是在非工會企業中，二者對工資都有著顯著性的影響。在糾正了異方差問題后，企業利潤和企業規模對于工資的影響變得顯著，且通過回歸系數比較發現，二者在非工會企業中對工資的正向影響程度要明顯高于工會企業。工會企業和非工會企業的公司規模和利潤的顯著性差異（見表2），以及這兩個變量對工資回報貢獻的不同，都會導致兩個群體之間的工資差異。所以，非常有必要分離出二者的資源稟賦進而判斷由于工會的原因導致的這兩個變量的系數效應。

對于不同的城市類型，工會企業和非工會企業的勞動者工資之間也存在著顯著性的不同，即同樣都是以第一類城市為基準類型變量，其他城市類型勞動者的工資均明顯偏低。其次，在相同類型的城市條件下，與第一類城市的勞動者工資相比，雖然工會企業和非工會企業勞動者的工資都明顯偏低，但非工會企業的劣勢要更為明顯。這說明不同城市中工會對于工資的影響程度也存在著差異。

另外，在行業方面也有著與城市類型相似的特點。與第一類行業相比，其他行業中非工會企業的勞動者都明顯偏低。且在相同的行業條件下，與第一類行業的勞動者工資相比，非工會企業勞動者的工資劣勢更明顯。

以國有企業為基準，其他企業的勞動者的工資水平都相對較高，這說明在資源稟賦相同的條件下，國有企業對于工資具有壓縮作用。另外，與國有企業相比，在相同的企業類型條件下，非工會企業的勞動者具有明顯的工資溢價。

以上這些因素都對勞動者的工資產生著顯著性的影響，且在工會企業和非工會企業中的影響程度存在著差異，這也是造成工會企業和非工會企業之間工資差異的重要原因。所以下面采用Blinder—Oaxaca分解進一步了解單變量對于工資的具體影響。

（二）分解結果

根據對工會和非工會企業中勞動者的工資回歸方程式進行Blinder—Oaxaca分解（見表4），在OLS估計回歸分解條件下，可以發現兩個群體的小時工資對數平均差異為0.168，由于可解釋部分造成的差異為0.151，90%的差異被可解釋變量顯著性的解釋掉了，而不可解釋部分并不顯著，這再次驗證了工會覆蓋的總體工資溢價的不明顯性。另外，在糾正了異方差問題時（即在GLS估計下），提高了估計效率后，發現兩個群體的小時工資對數平均差異為0.141，可解釋部分造成的差異為0.130，不可解釋部分為0.0107，即可解釋部分占所有差異的94%。不管從OLS的回歸分解結果，還是從更有效率的GLS的估計分解結果，都說明了工會和非工會企業中的工資差異主要是由于特征差異造成的，而非系數原因造成。

從單變量的分解結果可以看出，人力資本是造成工會企業和非工會企業工資差異的一個主要的原因，在GLS估計下，由于人力資本的差異，導致兩個群體的差異為0.0712，占總差異的50.5%。所以人力資本是造成工會與非工會企業工資差異的首要原因。從統計結果具有顯著性的影響因素來看，勞動合同、集體合同、行業等稟賦差異都是造成工資差異的重要原因。

表4 基于OLS與GLS估計結果的Blinder—Oaxaca分解

其中，勞動合同和集體合同可解釋部分在1%和5%的顯著性水平上通過了Z值檢驗，說明工會企業中的勞動合同和集體合同的簽訂率存在著明顯性的差異，從而帶來了工會企業和非工會企業之間的工資差距。根據OLS實證分解結果，由于工會企業中勞動合同和集體合同較高的簽訂率，使得兩個群體之間的小時工資對數差距分別為0.0144、0.0305，即分別對總體的工資差距貢獻度為8.6%、18.2%。根據GLS實證分解結果，由于工會企業中勞動合同和集體合同較高的簽訂率，使得兩個群體之間的小時工資對數差距分別為0.0154、0.0286，即分別對總體差距的貢獻度為10.9%、20.3%。在不可解釋部分中，勞動合同和集體合同的系數并不顯著，說明工會企業并沒有通過勞動合同和集體勞動合同的回報率造成工資的差異。

根據分解的實證結果，工會和非工會企業由于存在著勞動合同和集體合同的簽訂率的差異而造成兩類企業勞動者平均工資水平之間存在著顯著性的差異。為了說明工會通過勞動合同和集體合同對工資產生了影響的結論，還必須證明兩點：第一，工會企業導致了較高的勞動合同和集體合同的簽訂傾向；第二、勞動合同和集體合同顯著性的提高了勞動者的工資水平。在上述分解過程中，第二，點得到確認，即勞動合同和集體合同都顯著的提高了勞動者的小時工資對數，只是由于簽訂率不同而造成了小時工資對數的差異。如果證明第一點，就可以說明工會通過勞動合同和集體合同提高了工會企業勞動者的工資率的觀點。

以企業中勞動者是否簽訂勞動合同為因變量，分別以其所在企業是否有工會為解釋變量建立Probit模型：

其中Xi代表能夠影響勞動合同或集體合同簽訂傾向的人力資本、工作特征、企業特征、行業特征等的變量。Ui表示勞動者所在的企業中是否存在工會。ccontract表示勞動者是否簽訂了勞動合同，ccontract表示勞動者是否簽訂了集體合同。

通過probit估計（見表5）可以發現工會企業中勞動合同和集體合同的簽訂率要高于非工會企業簽訂率的一倍左右。這說明工會可以顯著的提高勞動合同和集體合同的簽訂率，證實了之前的第一個問題。綜合以上兩個問題的分析，說明工會通過勞動合同和集體合同提高了勞動者的工資水平。

表5 勞動合同、集體合同的probit回歸結果

五、結論與討論

（一）工會對工會企業和非工會企業的平均工資差距影響不明顯

不管是否控制異方差問題，在OLS和GLS回歸下，系數效應在10%的顯著性水平下都沒有通過Z檢驗，這說明工會對總體平均工資沒有顯著性的影響。進而在Blinder-Oaxaca的單變量分解部分也可以進一步說明工會并沒有顯著性的影響各特征變量的系數而造成工會企業和非工會企業的工資差異。人力資本、人口特征以及企業性質、行業類型、城市類型等系數在工會企業和非工會企業中均不存在明顯的差異，這也進一步說明工會并沒有發揮其特殊的人力資本、人口特征以及行業類型等優勢與雇主進行談判來提高勞動者工資。

（二）工會企業和非工會企業的工資差異主要由于特征差異引起的

從對工會企業和非工會企業勞動者的小時工資對數分解結果可以發現，他們之間的工資差異主要是特征差異引起的，系數差異并不顯著。進一步通過單變量的分解，可以發現勞動合同、集體合同、人力資本、企業類型和行業類型都顯著地造成了兩個群體中的勞動者工資差異。其中，對工資差異存在顯著正向影響且按照貢獻度依次是：人力資本貢獻度為50.5%；勞動合同貢獻度為 20.3%；行業類型貢獻度為16.5%；集體合同貢獻度為10.9%；企業類型，貢獻度為-16.2%。

（三）工會并沒有通過人力資本回報率顯著地影響到工資差距

通過采用OLS回歸和GLS回歸的方法，發現工會企業和非工會企業中教育回報率存在不同：工會企業中勞動者的教育回報率高于非工會企業中勞動者的回報率，但是根據包含教育在內的人力資本要素的系數分解結果發現，人力資本的系數差異在Z檢驗下差異并不是很明顯，這說明工會并沒有通過人力資本回報率來影響到工會企業和非工會企業的工資差距。

（四）工會通過勞動合同和集體合同影響了工資總體差距

從上述回歸結果可以看出，組建工會的企業顯著提高了勞動合同與集體合同的簽訂率，結合Blinder—Oaxaca的分解結果，可以說明工會通過勞動合同和集體合同的簽訂率提高，進而增加了工會企業和非工會企業勞動者之間的工資差距，分別產生的差距為：0.0305、0.0144，對于總體的工資差距貢獻率為：8.6%、18.2%。然而工會并沒有通過影響勞動合同和集體合同對于工資的回報率而產生明顯的工資差距。這說明工會對于工資產生的影響主要是靠稟賦效應產生的，并沒有顯著性的通過系數效應對工資產生影響。工會覆蓋效應的作用路徑圖可以采用圖3來表示：

圖3 各變量相互作用圖

（五）工會可以減少性別工資歧視

根據表3，在OLS估計之下，工會企業中男性工資比女性工資平均高出13.6%，非工會企業中，男性工資比女性工資平均高出22.4%，最后在GLS回歸后的Blinder-Oaxaca分解中，人口特征變量在總體上也具有顯著性，且可以減少工資差距，這說明工會在縮小性別工資歧視方面具有積極性的作用。工會可以減緩或消除性別工資歧視可以從我國的《勞動法》或者《勞動合同法》等相關的法律法規中找到依據。因為《勞動法》，尤其是《勞動合同法》賦予了工會更多的勞動者權益的監督權，在保護勞動者合法權益中發揮著越來越重要的作用。另外，《勞動法》第十二條明確規定了勞動者的就業歧視，第十三條規定了再次規定了性別就業歧視，以及四十六條規定了同工同酬等。所以，工會在監督企業勞動法律法規執行過程中，無疑會對性別工資歧視的減弱起到積極性的作用。

（六）工會沒有對行業工資產生影響

雖然在OLS和GLS回歸估計中，以第一行業為基準，多數其他行業工資回報與之存在著明顯的差異，但是在Blinder—Oaxaca分解中發現行業回報的系數效應并不顯著，說明工會沒有對行業工資產生顯著性的影響。然而，根據我國目前的集體協商層次以及不同層次的力量對比來看，行業性的集體協商最為適合目前我國的現狀。理由如下：在國家層面，工會是政治體系中的一部分，隸屬于黨政的領導，全國總工會可以對于各級分工會具有行政管理權，而中國企業家聯合會對會員沒有絕對的領導權力，所以，在符合國家政府的經濟發展策略以及社會的穩定和諧目標情況下，工會的力量要明顯高于企業協會的力量。在企業層面，目前由于勞動力市場的逐步放開，工資成為了勞資雙方市場博弈的結果，資本往往是以集體的形式出現，而勞動者是以單個個體的形式出現，勞資雙方的力量明顯失衡，在企業層面的集體協商自然表現為管理方具有較強的談判力量。所以，目前也只有行業層面勞資雙方具有較為平衡性的談判力量。

[1]常凱.中國勞動關系報告——當代中國勞動關系的特點和趨向［J］.中國勞動社會保障出版社， 2009 .

[2]段禮樂.勞動關系的選擇性干預與集體勞動關系的制度邏輯［J］.中國勞動關系學院學報，2011(5).

[3]許曉軍，任小平.從“鹽田國際”罷工事件看中國工會維權路徑中的制度救濟［J］.當代世界與社會主義，2008(4).

[4] ROBINSON C. The joint determination of union status and union wage effects: Some tests of alternative models[J]. Journal of Political Economy, 1989, 97(3):639-667.

[5] HIRSCH B T & SCHUMACHER E J. Match bias in wage gap estimates due to earnings imputation[J]. Journal of Labor Economics, 2004, 22(3):689-722.

[6] BLANCHFLOWER D G &BRYSON A. Changes over time in union relative wage effects in the UK and the US revisited[J].Social Science Electronic Publishing, 2002.

[7] HILDRETH A. What has happened to the union wage differential in Britain in the 1990s?[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1999, 61(1):5-31.

[8] O'LEARY N C, Murphy P D& BLACKABY D H. Quintiles regression estimates of the union wage effect for Great Britain[J].The Manchester School, 2004, 72(4):497-514.

[9] EREN O.Does membership unionization pay off covered workers? A distributional analysis of the free rider problem[J].Industrial and Labor Relations Review, 2009, 62(3):367-380.

[10] MANQUILEFBAECHLER A, ARULAMPAMPALAM W and SMITH J C. Differences in decline: Quantile regression analysis of union wage differentials in the United Kingdom, 1991-2003[J]. Iza Discussion Papers, 2009.http://www.econstor.eu/bitstre am/10419/35624/1/599410841.pdf

[11] 姚先國，李敏，韓軍. 工會在勞動關系中的作用——基于浙江省的實證分析[J]. 中國勞動關系學院學報，2009 (1).

[12]張原，陳建奇.工會與行業勞動報酬的剪刀差悖論：基于中國數據的經驗研究［J］.經濟評論，2010(05).

[13]楊繼東，楊其靜.工會、政治關聯與工資決定— —基于中國企業調查數據的分析［J］.界經濟文匯2013(02).

[14]姚洋和鐘寧樺.工會是否提高了工人的福利? — —來自12 個城市的證據［J］.世界經濟文匯2008(05).

[15]易定紅，袁青川. 中國工會存在工資溢價嗎——基于控制樣本選擇性偏差的Blinder-Oaxaca回歸分解［J］.經濟理論與經濟管理，2015（(02).

[16]袁青川.基于傾向值匹配估計的工會工資溢價研究［J］.經濟經緯2015(03).

[17]袁青川. 工會覆蓋效應與工會會員效應下的工資分布研究——來自2012年雇員雇主匹配數據的經驗[J]. 商業經濟與管理，2015(08).

[18] OAXACA R. Male–female differentials in urban labor markets[J]. International Economic Review, 1973,14（3）:693–709

[19] OAXACA R and RANSOM M R,Identification in detailed wage decompositions[J]. Review of Economics and Statistics.1999,81(1):154–157.

[20] GARDEAZABAL J and UGIDOS A. More on identiベcation in detailed wagedecompositions[J]. The Review of Economics and Statistics .2004,l86(4):1034–1036.